Прогнозирование неблагоприятных госпитальных исходов после изолированного коронарного шунтирования: результаты одноцентрового когортного исследования

Полный текст

Обоснование

По данным Росстата, за последние годы в Российской Федерации наблюдается неуклонный рост смерти от болезней кровообращения (в 2021 г. — 661 на 100 тыс. населения), при этом 50%-й вклад в структуру смертности вносят осложнения ишемической болезни сердца (ИБС). Вполне ожидаемо, что распространенность ИБС будет продолжать увеличиваться из-за старения населения, а также роста заболеваемости сахарным диабетом, метаболическим синдромом и ожирением. Несмотря на то что оптимальный подход к лечению ИБС остается предметом дискуссии, основными стратегиями вмешательства по-прежнему выступают медикаментозная терапия и реваскуляризация миокарда.

На сегодняшний день в России выполняется порядка 30 тыс. операции коронарного шунтирования (КШ) в год, что значительно меньше необходимого с учетом неуклонного роста заболеваемости от болезней системы крово-обращения [1]. Известно, что риск госпитальной смерти после операции КШ составляет около 2%, но сильно зависит от исходного уровня дооперационного риска [2, 3]. Эволюция хирургических подходов к проведению открытой реваскуляризации миокарда позволила значительно снизить летальность и заболеваемость после вмешательства. Однако известно, что около 14% пациентов, перенесших КШ, обращаются в отделение неотложной помощи в течение 30 дней после выписки с послеоперационными осложнениями [4]. С учетом меняющихся технологии, стандартов практики и медикаментозного сопровождения важность предикторов развития неблагоприятных исходов после КШ нуждается в регулярном пересмотре. Возможность прогнозирования неблагоприятных исходов позволит снизить текущую смертность и заболеваемость среди пациентов, направляемых на открытую реваскуляризацию миокарда.

Цель исследования — поиск независимых предикторов и прогнозирование госпитального смертельного исхода при операции КШ на основании результатов дооперационного обследования.

Методы

Дизайн исследования

Для оценки госпитальных результатов КШ использовались данные датасета, содержащего размеченные и обез- личенные медицинские данные пациентов со стабильной ИБС, перенесших реваскуляризацию миокарда (КШ и коронарное стентирование) [5]. Датасет был составлен на основании данных, извлеченных из электронных медицинских карт. Техническое формирование датасета проходило с сентября по ноябрь 2021 г. в рамках одноцентрового, ретроспективного, нерандомизированного когортного исследования.

Для достижения цели исследования из датасета были извлечены данные 2239 пациентов, перенесших изолированное КШ. Разметка включала в себя демографические и антропометрические данные, данные жалоб и анамнеза, результаты инструментального обследования пациентов до операции, описание операции и наличие послеоперационных осложнений (табл. 1).

 

Таблица 1. Анализируемые данные

Исходные данные пациента	Пол (мужской/женский), возраст (лет), стенокардия (1/2/3/4 ФК), курение (да/нет), артериальная гипертензия (да/нет), СД 2 типа (да/нет), инсулинопотребный СД 2 типа (да/нет), индекс массы тела (кг/м2), ожирение (да/нет), общий холестерин (ммоль/л), липопротеиды низкой плотности (ммоль/л), креатинин (мкмль/л), скорость клубочковой фильтрации (мл/мин/1,73 м2), чрескожное КШ со стентированием в анамнезе (да/нет), КШ в анамнезе (да/нет), мультифокальный атеросклероз (да/нет), постинфарктный кардиосклероз (да/нет), ритм по ЭКГ (синусовый/несинусовый), общая фракция выброса левого желудочка (%), критический стеноз внутренней сонной артерии > 70% (да/нет), критический стеноз магистральных артерий нижних конечностей > 70% (да/нет), поражение ствола левой коронарной артерии > 50% (да/нет), критическое поражение ПМЖВ (да/нет), поражение одной МАК (да/нет), поражение двух МАК (да/нет), поражение трех МАК (да/нет), уровень риска по шкалам EuroSCORE I (%) или EuroSCORE II (%)
Характеристики вмешательства	КШ с ИК (да/нет), КШ без ИК (да/нет), использование внутриаортальной баллонной контрпульсации (да/нет), шунтирование ПМЖВ (да/нет), шунтирование ПМЖВ с помощью внутренней грудной артерии (да/нет), время ИК (мин), количество сформированных шунтов (n)
Послеоперационные осложнения госпитального этапа	Смертельный исход (да/нет), острое нарушение мозгового кровообращения (да/нет), инфаркт миокарда 5-го типа (да/нет), острая сердечная недостаточность (да/нет), жизнеугрожающее нарушение ритма и проводимости (да/нет), полиорганная недостаточность (да/нет), острая почечная недостаточность (да/нет), любые инфекционные осложнения (да/нет), другие осложнения (да/нет)

Примечание. КШ — коронарное шунтирование; СД — сахарный диабет; МАК — магистральная коронарная артерия; ИК — искусственное кровообращение; ПМЖВ — передняя межжелудочковая ветвь.

 

Критерии соответствия

Критерии включения: плановое КШ, перенесенное в результате госпитализации.

Критерии невключения: больные с острым коронарным синдромом / инфарктом миокарда, направленные на реваскуляризацию миокарда; больные, направленные на сочетанную с КШ операцию реваскуляризации других сосудистых бассейнов, хирургическую коррекцию клапанов сердца, резекцию аневризмы левого желудочка (ЛЖ) и др.

Критерии исключения: неполные данные (более 10%).

Условия проведения

В исследование были включены результаты операции у больных ИБС, перенесших КШ в НМИЦ ССХ им. А.Н. Бакулева за период с сентября 2018 по август 2021 г.

Продолжительность исследования

Продолжительность наблюдения за больными осуществлялась с момента поступления в отделение до момента выписки.

Описание медицинского вмешательства

Операция КШ выполнялась с использованием искусственного кровообращения или на работающем сердце доступом через срединную стернотомию. Решение о тактике выполнения операции принималось оперирующим хирургом. При проведении операции стремились к шунтированию критически суженной передней межжелудочковой артерии с помощью левой внутренней грудной артерии (при технической возможности), а также к выполнению полной реваскуляризации. Для шунтирования других критически суженных коронарных артерий преимущественно использовались аутовенозные кондуиты.

Исходы исследования

Основной исход исследования. Конечная точка — смерть вследствие КШ, наступившая за период госпитализации.

Дополнительные исходы исследования. Оценивали частоту развития других послеоперационных осложнений: нефатального инфаркта миокарда и нефатального острого нарушения мозгового кровообращения (ОНМК), острой сердечной недостаточности, применение внутриаортальной баллонной контрпульсации, частоту послеоперационных нарушений ритма и проводимости, острой почечной недостаточности, полиорганной недостаточности, инфекционных осложнений (пневмонии, раневых осложнений и пр.).

Анализ в подгруппах

На основании достижения конечной точки были сформированы две группы: группа выживших и группа умерших (см. табл. 1).

Этическая экспертиза

Исследование не нуждалось в одобрении этического комитета, так как данные датасета, использованные для анализа, были исходно обезличены.

Статистический анализ

Статистический анализ проводился с использованием программы StatTech v. 2.6.1 (разработчик — ООО «Статтех», Россия). Количественные показатели оценивались на предмет соответствия нормальному распределению с помощью критерия Колмогорова–Смирнова. В случае отсутствия нормального распределения количественные данные описывались с помощью медианы (Me) и нижнего и верхнего квартилей (Q₁–Q₃). Категориальные данные описывались с указанием абсолютных значений и процентных долей. Сравнение двух групп по количественному показателю, распределение которого отличалось от нормального, выполнялось с помощью U-критерия Манна–Уитни. Сравнение процентных долей при анализе четырехпольных таблиц сопряженности выполнялось с помощью критерия хи-квадрат Пирсона (при значениях ожидаемого явления более 10). Сравнение процентных долей при анализе многопольных таблиц сопряженности выполнялось с помощью критерия хи-квадрат Пирсона. Построение прогностической модели вероятности смерти после КШ выполнялось при помощи метода логистической регрессии. Мерой определенности, указывающей на ту часть дисперсии, которая может быть объяснена с помощью логистической регрессии, служил коэффициент R² Найджелкерка. Для оценки диагностической значимости количественных признаков при прогнозировании определенного исхода применялся метод анализа ROC-кривых. Разделяющее значение количественного признака в точке cut-off определялось по наивысшему значению индекса Юдена.

Результаты

Объекты (участники) исследования

Госпитальная летальность в общей группе (n = 2239) составила 1,34% (n = 30). Пациенты, умершие в результате вмешательства, исходно имели более низкую сократительную способность ЛЖ, чаще страдали критическим поражением артерий нижних конечностей и мультифокальным атеросклерозом, имели более низкую массу тела и реже страдали ожирением, имели более высокий креатинин крови и более низкую скорость клубочковой фильтрации (СКФ) и чаще подвергались повторному КШ (табл. 2). Средний риск смерти после КШ в группе умерших больных был статистически значимо выше по шкале EuroScore II (р < 0,001) и не отличался по данным шкалы EuroScore I (p = 0,438). Сравнение интраоперационных характеристик операции, выполненных в группе выживших и умерших пациентов, представлено в табл. 3.

 

Таблица 2. Исходные характеристики пациентов с ишемической болезнью сердца, направленных на операцию коронарного шунтирования

Показатель	Больные после КШ (n = 2239)	Выжившие (n = 2209)	Умершие (n = 30)	p-value
Возраст, годы	63,67 (57,86–68,5)	63,64 (57,84–68,6)	64,73 (60,87–69,0)	0,227
Женский пол, n (%)	451 (20,1)	446 (20,2)	5 (16,7)	0,633
Мужской пол, n (%)	1788 (79,9)	1763 (79,8)	25 (83,3)
Постинфарктный кардиосклероз, n (%)	1305 (58,3)	1283 (58,1)	22 (73,3)	0,092
Стенокардия ФК (CSS), n (%): • 1 ФК • 2 ФК • 3 ФК • 4 ФК	8 (0,4) 429 (19,2) 1557 (69,5) 245 (10,9)	8 (0,4) 425 (19,2) 1533 (69,4) 243 (11,0)	0 4 (13,3) 24 (80,0) 2 (6,7)	0,652
Артериальная гипертензия, n (%)	2116 (94,5)	2087 (94,5)	29 (96,7)	0,601
Курильщики, n (%)	769 (34,3)	758 (34,3)	11 (36,7)	0,788
СД 2 типа, n (%)	550 (24,6)	542 (24,5)	8 (26,7)	0,788
СД 2 типа инсулинозависимый, n (%)	59 (2,6)	57 (2,6)	2 (6,7)	0,378
Средний ИМТ, кг/м2	28,84 (26,09–32,04)	28,93 (26,12–32,04)	27,31 (24,46–29,48)	0,038*
ИМТ ≥ 30, кг/м2	902 (40,3)	896 (40,6)	6 (20,0)	0,023*
ФВЛЖ, %	56,0 (52,0–59,0)	56,00 (52,00–59,00)	48,05 (37,00–50,00)	< 0,001*
Мультифокальный атеросклероз, n (%)	786 (35,1)	770 (34,8)	16 (53,3)	0,035*
Критический стеноз каротидных артерий (> 70%), n (%)	252 (11,3)	246 (11,1)	6 (20,0)	0,127
Критический стеноз магистральных артерий нижних конечностей (> 70%), n (%)	294 (13,1)	283 (12,8)	11 (36,7)	< 0,001*
ЧКВ в анамнезе, n (%)	663 (29,6)	652 (29,5)	11 (36,7)	0,394
КШ в анамнезе, n (%)	53 (2,4)	49 (2,2)	4 (13,3)	< 0,001*
ОХС, ммоль/л	4,16 (3,50–5,09)	4,16 (3,50–5,10)	3,86 (3,59–4,29)	0,273
ЛПНП, ммоль/л	2,33 (1,80–3,10)	2,33 (1,80–3,11)	2,29 (1,81–2,70)	0,796
Креатинин, мкмоль/л	79,00 (70,0–93,6)	79,00 (70,00–93,17(	108,10 (71,05–164,57)	0,005*
СКФ, мл/мин/1,73 м2	85,9 (70,29–100,48)	86,08 (70,76–100,49)	63,19 (31,89–97,47)	< 0,003*
Поражение ствола ЛКА > 50%, n (%)	670 (29,9)	659 (29,8)	11 (36,7)	0,417
Критический стеноз ПМЖВ (>70%), n (%)	2068 (92,3)	2039 (92,3)	29 (96,6)	0,372
Однососудистое поражение МАК*, n (%)	200 (8,9)	199 (9,0)	1 (3,3)	0,279
Двухсосудистое поражение МАК, n (%)	726 (32,4)	721 (32,6)	5 (16,7)	0,063
Трехсосудистое поражение МАК, n (%)	1310 (58,5)	1287 (58,3)	23 (76,7)	0,042*
EuroSCORE I (n = 764)	2,09 (1,51–3,11)	2,09 (1,51–3,13)	1,97 (1,51–2,09)	0,438
EuroSCORE II (n = 1475)	1,44 (0,89–2,48)	1,44 (0,89–2,43)	2,96 (1,55–6,22)	< 0,001*

Примечание. ФК — функциональный класс; ИМТ — индекс массы тела; ФВЛЖ — фракция выброса левого желудочка; ЧКВ — чрес-кожное коронарное вмешательство; КШ — коронарное шунтирование; ОХС — общий холестерин; ЛПНП — липопротеиды низкой плотности; СД — сахарный диабет; СКФ — скорость клубочковой фильтрации; ЛКА — левая коронарная артерия; ПМЖВ — передняя межжелудочковая ветвь; МАК — магистральная коронарная артерия.

 

Таблица 3. Технические характеристики выполненных вмешательств среди исследуемых больных

Показатель	Больные после КШ (n = 2239)	Выжившие (n = 2209)	Умершие (n = 30)	p-value
КШ с ИК, n (%)	1393 (62)	1373 (62,2)	20 (66,7)	0,613
КШ без ИК, n (%)	846 (38)	836 (37,8)	10 (33,3)
Шунтирование ПМЖВ, n (%)	2110	2082 (98,7)	28 (93,3)	0,830
Шунтирование ПМЖВ с помощью ЛВГА, n (%)	1766 (79)	1742 (78,9)	24 (80,0)	0,879
Время ИК, мин	76,0 59,0–101,0	76,0 (59,0–101,0)	91,0 (80,0–190,0)	< 0,001*
Число сформированных шунтов	3,002,00–3,00	3,00 (2,00–3,00)	3,00 (2,00–3,00)	0,763
ВАБК, n (%)	13 (0,6)	7 (0,3)	6 (20)	< 0,001*

Примечание. КШ — коронарное шунтирование; ИК — искусственное кровообращение; ПМЖВ — передняя межжелудочковая ветвь; ЛВГА — левая внутренняя грудная артерия; ВАБК — внутриаортальная баллонная контрпульсация.

 

Основные результаты исследования

В табл. 4 представлена частота послеоперационных осложнений госпитального периода. Умершие пациенты ожидаемо чаще страдали от жизнеугрожающих осложнений: развитие таких осложнений, как острая сердечная недостаточность, инфаркт миокарда, полиорганная недостаточность, острая почечная недостаточность и развитие жизнеугрожающих нарушений ритма и проводимости, значительно чаще приводило к смертельному исходу (см. табл. 4).

 

Таблица 4. Фатальные и нефатальные осложнения после коронарного шунтирования, n (%)

Осложнение	Все больные после КШ (n = 2239)	Выжившие (n = 2209)	Умершие (n = 30)	p-value
Инфаркт миокарда	10 (0,4)	4 (0,2)	6 (20,0)	< 0,001*
Острые нарушения мозгового кровообращения	26 (1,2)	24 (1,1)	2 (6,7)	0,005*
Острая сердечная недостаточность	61 (2,7)	34 (1,5)	27 (90,0)	< 0,001*
Острая почечная недостаточность	14 (0,6)	9 (0,4)	5 (16,7)	< 0,001*
Жизнеугрожающие нарушения ритма и проводимости	88 (3,9)	82 (3,7)	6 (20,0)	< 0,001*
Полиорганная недостаточность	23 (1,03)	5 (0,2)	18 (60,0)	< 0,001*
Инфекционные осложнения	63 (2,8)	59 (2,7)	4 (13,3)	< 0,001*
Другие осложнения	249 (11,1)	233 (10,5)	16 (53)	< 0,001*

 

Методом бинарной логистической регрессии разработана прогностическая модель для определения вероятности летального исхода во время госпитализации в зависимости от показателей, имевших статистическую значимость при проведении многофакторной регрессии. Для данной модели были получены независимые факторы риска госпитальной смерти (табл. 5). Такие предикторы, как индекс массы тела (ИМТ), СКФ и общая фракция выброса ЛЖ, имели обратную связью с вероятностью летального исхода. Наличие критического поражения магистральных артерий нижних конечностей и повторное выполнение КШ сопровождались увеличением вероятности летального исхода. Таким образом, для исследуемой когорты пациентов повторное выполнение КШ сопровождалось увеличением отношения шансов (ОШ) развития госпитальной смерти в 9,3 раза (95%-й ДИ: 2,748–31,249; р < 0,001), наличие критического поражения магистральных артерий нижних конечностей увеличивало ОШ в 4,5 раза (95%-й ДИ: 1,933–10,268; р < 0,001). Также к независимым факторам риска были отнесены снижение фракции выброса (ФВ) ЛЖ (ОШ — 0,912; 95%-й ДИ: 0,888–0,937; р < 0,001), ИМТ (ОШ — 0,903; 95%-й ДИ: 0,822–0,993; р = 0,035), СКФ (ОШ — 0,978; 95%-й ДИ: 0,96– 0,993; р = 0,005) (см. табл. 5).

 

Таблица 5. Характеристики связи предикторов модели с вероятностью выявления летального исхода во время госпитализации

Предиктор	Unadjusted		Adjusted
	COR (95%-й ДИ)	p	AOR (95%-й ДИ)	p
Индекс массы тела, кг/м2	0,927 (0,851–1,008)	0,077	0,903 (0,822–0,993)	0,035*
Скорость клубочковой фильтрации, мл/мин/1,73 м2	0,974 (0,958–0,990)	0,001*	0,978 (0,963–0,993)	0,005*
Фракция выброса левого желудочка, %	0,917 (0,896–0,940)	<0,001*	0,912 (0,888–0,937)	<0,001*
Критическое поражение (> 70%) магистральных артерий нижних конечностей	4,160 (1,944–8,900)	<0,001*	4,455 (1,933–10,268)	<0,001*
Повторное коронарное шунтирование	7,100 (2,380–21,200)	<0,001*	9,264 (2,748–31,249)	<0,001*

 

Для количественных показателей было определено пороговое значение (cut-off), которому соответствовало наивысшее значение индекса Юдена: смертельный исход прогнозировался при значении ниже данной величины. Для ФВ ЛЖ пороговое значение составило 50,100% (чувствительность — 76,7%; специфичность — 80,3%); для ИМТ — 28,630 кг/м² (чувствительность — 72,4%; специфичность — 53,1%); для СКФ — 71,267 мл/мин/1,73 м² (чувствительность — 63,3%; специфичность — 74,5%).

На рис. 1 изображены значения скорректированного ОШ с 95%-м ДИ для изучаемых факторов, вошедших в модель. При оценке зависимости вероятности наступления летального исхода от значения логистической функции P с помощью ROC-анализа была получена следующая кривая (рис. 2). Площадь под ROC-кривой составила 0,838 ± 0,046 с 95%-м ДИ: 0,747–0,929. Полученная модель была статистически значимой (p < 0,001). Пороговое значение логистической функции P в точке сut-off, которому соответствовало наивысшее значение индекса Юдена, составило 0,015. Повышение риска прогнозировалось при значении логистической функции P выше данной величины или равном ей. Чувствительность и специфичность модели составили 72,4 и 84,0% соответственно.

 

Рис. 1. Оценка отношения шансов с 95%-м доверительным интервалом для изучаемых предикторов летального исхода после коронарного шунтирования Примечание. ФВЛЖ — фракция выброса левого желудочка; НК — нижние конечности; СКФ — скорость клубочковой фильтрации; ИМТ — индекс массы тела; КШ — коронарное шунтирование; ОШ — отношение шансов.

 

Рис. 2. ROC-кривая, характеризующая зависимость вероятности летального исхода после коронарного шунтирования от значения логистической функции P

 

Обсуждение

Наблюдаемый рост числа эндоваскулярных коронарных вмешательств неизбежно привел к изменению клинического портрета пациента, направляемого на открытую реваскуляризацию миокарда. На практике мы видим, что больные ИБС, рассматриваемые в качестве кандидатов на проведение КШ, как правило, все чаще имеют более высокий операционный риск, обусловленный исходным соматическим состоянием и полиморбидностью (низкая сократительная способность миокарда, сахарный диабет, хроническая болезнь почек, мультифокальный атеросклероз, перенесенные ранее сердечно-сосудистые вмешательства и др.), а также возрастом и особенностями поражения коронарного русла (поражение ствола левой коронарной артерии (ЛКА), диффузное атеросклеротическое поражение и пр.). Пристальное внимание к факторам риска, потенциально влияющим на исход КШ, поможет определить методы дальнейшего снижения риска аортокоронарного шунтирования. Однако на практике потенциальные риски планируемого вмешательства не всегда точно прогнозируемы, что в сочетании с индивидуальными соматическими особенностями пациента может негативно сказываться на результате операции.

На сегодняшний день для практического применения валидированы две шкалы оценки послеоперационного риска при кардиохирургических вмешательствах: EuroScore II и STS [6]. Реализация прогноза у данных шкал достигнута с помощью логистической регрессии [7], что позволяет решать задачи, в которых вероятность развития клинического исхода линейно сопряжена с независимыми факторами риска. В то же время на практике шкалы EuroScore II и STS имеют определенные ограничения, обусловленные сложностью учета всех клинических признаков, потенциально или опосредованно влияющих на исход вмешательства, отсутствием региональной адаптации шкал и устареванием клинических баз. По-видимому, эти и другие недостатки методологии играют значительную роль в недостаточной прогностической точности данных шкал, в первую очередь у пациентов высокого риска [8] и пациентов, направляемых на сочетанные с КШ сердечные вмешательства [9, 10].

В нашем исследовании мы оценили зависимость вероятности наступления летального исхода от уровня риска по шкалам EuroScore 1 и EuroScore II. Для EuroScore II площадь под ROC-кривой составила 0,735 (95%-й ДИ: 0,619–0,850; p < 0,001); чувствительность — 70,8%; специфичность — 66,7%. Аналогичные показатели, рассчитанные для EuroScore 1, показали недостаточную эффективность модели: ROC-AUC — 0,562; 95%-й ДИ: 0,412–0,713; р = 0,438. В свою очередь, полученная нами модель послеоперационного риска имела более высокие метрики качества в сравнении с обеими шкалами: ROC-AUC — 0,838; 95%-й ДИ: 0,747–0,929; p < 0,001; чувствительность — 72,4%; специфичность — 84%. Полученная модель была запатентована [11] и рекомендована к применению в НМИЦ ССХ им. А.Н. Бакулева.

Таким образом, предоперационная оценка риска по EuroScore II была эффективна, однако уступала эффективности полученной нами прогностической модели, что можно объяснить прямой зависимостью между эффективностью модели и ее внешней валидацией. Гипотеза о зависимости прогностической точности шкал риска от места набора исходных данных подтверждается результатами, полученными во многих подобных исследованиях [12–14].

В нашем исследовании независимыми предикторами госпитальной летальности стали низкая фракция выброса ЛЖ, сниженная СКФ, сниженный ИМТ, наличие критического поражения артерии нижних конечностей и повторное КШ. В другом крупном исследовании было показано, что независимыми предикторами неблагоприятных событий после КШ стали сердечная недостаточность в анамнезе (но не ОФВ), возраст, наличие системного атеросклероза, отказ от приема аспирина перед КШ [15]. При этом важно учитывать, что авторы не включали в наблюдение пациентов с высоким уровнем креатинина из-за специфики методологии исследования. Данная работа еще раз подтверждает, что ключевые предикторы, линейно связанные с исходом, и/или их уровень прогностической важности зачастую имеют локальную специфичность.

В других исследованиях были получены доказательства значимости других факторов послеоперационного риска, таких как: длительное время искусственного кровообращения [16], послеоперационная анемия [16], женский пол [17], сахарный диабет [18] и др.

Отдельный интерес вызывает обратная зависимость между ИМТ и риском смерти после КШ. В ряде других исследований также были получены доказательства «парадокса» ожирения у пациентов после реваскуляризации миокарда [19, 20]. В нашем случае объяснение «парадокса» требует дополнительного анализа данных.

Ограничения исследования

Необходимо учитывать, что проведенное нами исследование отражает операционные риски, рассчитанные на основании практической деятельности одного кардио-хирургического центра, а следовательно, можно предположить, что внешняя валидация полученной модели приведет к изменению ее метрик качества.

К недостаткам проведенного исследования мы относим: ограниченность доступных для анализа данных (отчасти обусловленную сложностью автоматизированной выгрузки качественных переменных и необходимостью задействования ручного труда), что потенциально может приводить к упущению важных факторов риска, влияющих на исход (наличие хронической обструктивной болезни легких, гепатитов, онкологических заболеваний и др.); лимитированное число исследуемой выборки и выраженный дисбаланс исследуемых групп (выжившие/умершие); «неприспособленность» традиционных статистических методов анализа, в том числе логистической регрессии, для выявления нелинейных взаимосвязей между признаками и исходом. В свою очередь, для преодоления этих факторов в медицине широко используются методы машинного обучения [21, 22], позволяющие персонализировать прогноз пациента. Логистическая регрессия также относится к базовым методам машинного обучения, но, вероятно, уступает в возможностях более сложным ансамблевым методам математического анализа. Однако единого мнения на счет целесообразности внедрения в практику методов машинного обучения не достигнуто [23, 24], что делает необходимым продолжение исследований в этом направлении.

Заключение

Нами разработана логистическая регрессионная модель для прогнозирования вероятности летального исхода после операции изолированного КШ (ROC-AUC — 0,838; 95%-й ДИ: 0,747–0,929; p < 0,001); чувствительность — 72,4%; специфичность — 84%. Независимыми факторам риска прогностической модели являются: ИМТ, кг/м² (ОШ — 0,903; 95%-й ДИ: 0,822–0,993; р = 0,035); скорость клубочковой фильтрации, мл/мин/1,73 м² (ОШ — 0,978; 95%-й ДИ: 0,963–0,993; р = 0,005); фракция выброса ЛЖ, % (ОШ — 0,912; 95%-й ДИ: 0,888–0,937; р < 0,001); критическое поражение магистральных артерий нижних конечностей (ОШ — 4,455; 95%-й ДИ: 1,933–10,268; р < 0,001); повторное КШ (ОШ — 9,264; 95%-й ДИ: 2,748–31,249; р < 0,001).

Дополнительная информация

Источник финансирования. Исследование, подготовка рукописи и публикация статьи осуществлены на личные средства авторского коллектива.

Конфликт интересов. Авторы данной статьи подтвердили отсутствие конфликта интересов, о котором необходимо сообщить.

Участие авторов. Е.З. Голухова — идея исследования, дизайн исследования, прочла и одобрила направление рукописи на публикацию (разделила ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); М.А. Керен — дизайн исследования, анализ и систематизация полученных данных, написание статьи (разделила ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); Т.В. Завалихина — дизайн исследования, анализ и экспертиза полученных данных, организация формирования базы данных, прочла и одобрила направление рукописи на публикацию (разделила ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); Н.И. Булаева — дизайн исследования, анализ и экспертиза полученных данных, организация сбора данных, прочла и одобрила направление рукописи на публикацию (разделила ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); Д.И. Марапов — дизайн исследования, статистический анализ данных, формирование иллюстративного материала, прочел и одобрил направление рукописи на публикацию (разделил ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); И.Ю. Сигаев — участие в формировании концепции исследования, прочел и одобрил направление рукописи на публикацию (разделил ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); В.Ю. Мерзляков — участие в формировании концепции исследования, прочел и одобрил направление рукописи на публикацию (разделил ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); М.Д. Алшибая — участие в формировании концепции исследования, прочел и одобрил направление рукописи на публикацию (разделил ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); И.В. Волковская — организация сбора и разметки данных, прочла и одобрила направление рукописи на публикацию (разделила ответственность за изложенные данные с коллективом авторов); К.Б. Яхяева — формирование и подготовка базы данных к работе, проведение статистического анализа, помощь в оформлении результатов; Н.А. Шейкина — формирование и подготовка базы данных к работе, проведение статистического анализа. Все авторы внесли существенный вклад в организацию и проведение исследования, прочли и одобрили окончательную версию статьи перед публикацией.

Об авторах

Елена Зеликовна Голухова

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Автор, ответственный за переписку.
Email: egolukhova@bakulev.ru
ORCID iD: 0000-0002-6252-0322
SPIN-код: 9334-5672

д.м.н., академик РАН

Россия, Москва

Милена Абрековна Керен

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: milenamailru@mail.ru
ORCID iD: 0000-0003-2428-1559
SPIN-код: 3881-9170

д.м.н.

Россия, Москва

Татьяна Владимировна Завалихина

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: tvzavalikhina@bakulev.ru
SPIN-код: 1418-8075

к.м.н.

Россия, Москва

Наида Ибадулаевна Булаева

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: nibulaeva@bakulev.ru
ORCID iD: 0000-0002-5091-0518
SPIN-код: 8979-7098

к.б.н.

Россия, Москва

Дамир Ильдарович Марапов

Казанская государственная медицинская академия

Email: damirov@list.ru
ORCID iD: 0000-0003-2583-0599
SPIN-код: 5926-0451

к.м.н.

Россия, Казань

Игорь Юрьевич Сигаев

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: sigaev1958@mail.ru
ORCID iD: 0000-0002-1323-8072
SPIN-код: 2651-1530

д.м.н., профессор

Россия, Москва

Вадим Юрьевич Мерзляков

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: vymerzlyakov@bakulev.ru
ORCID iD: 0000-0001-5638-3723
SPIN-код: 8326-7106

д.м.н.

Россия, Москва

Михаил Дурмишханович Алшибая

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: mdalshibaya@bakulev.ru
ORCID iD: 0000-0002-8003-5523
SPIN-код: 6249-5124

к.м.н., профессор

Россия, Москва

Ирина Васильевна Волковская

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: ivvolkovskaya@bakulev.ru
ORCID iD: 0000-0001-9533-5556
SPIN-код: 3163-5874

к.м.н.

Россия, Москва

Кумушджан Батырджановна Яхяева

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: kbyakhyaeva@bakulev.ru
ORCID iD: 0000-0001-7928-2247
SPIN-код: 5557-4736

врач, младший научный сотрудник

Россия, Москва

Нина Александровна Шейкина

Национальный медицинский исследовательский центр сердечно-сосудистой хирургии им. А.Н. Бакулева

Email: n9623951466@gmail.com
ORCID iD: 0000-0003-0202-5116

врач, аспирант

Россия, Москва

Список литературы

Дополнительные файлы